馬云纏， 吳慶鵬

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)國際貿(mào)易學(xué)院， 安徽　蚌埠　233030； 2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 安徽　蚌埠　233030)

?

安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入增長的影響分析

馬云纏1， 吳慶鵬2

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)國際貿(mào)易學(xué)院， 安徽蚌埠233030； 2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 安徽蚌埠233030)

[摘要]農(nóng)民收入增長問題是“三農(nóng)”問題的重中之重.安徽省位于中部，與周邊的山東、江蘇、浙江等省相比，農(nóng)民收入增長還處于較慢的水平.文章從農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的角度分析農(nóng)民收入增長，通過利用安徽省1996—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量方法對(duì)安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入增長的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并基于實(shí)證結(jié)果提出建議.

[關(guān)鍵詞]安徽省；農(nóng)民收入增長；農(nóng)產(chǎn)品；出口貿(mào)易；實(shí)證分析

十八大報(bào)告高度重視農(nóng)民收入問題，明確提出要著力促進(jìn)農(nóng)民增收，保持農(nóng)民收入持續(xù)較快增長.然而，現(xiàn)實(shí)情況是農(nóng)民收入增長依然緩慢.因而，對(duì)農(nóng)民收入增長進(jìn)行研究具有現(xiàn)實(shí)意義.

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)民收入增長的研究主要在以下幾個(gè)方面：第一，從農(nóng)村金融方面考查農(nóng)民收入增長.余新平、熊皛白、熊德平[1](2010)認(rèn)為，農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)賠付與農(nóng)民收入增長呈正向關(guān)系，而農(nóng)村貸款、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)收入與農(nóng)民收入增長呈負(fù)向關(guān)系.第二，從城市化的角度研究農(nóng)民收入增長.張鵬、袁方[2](2009)認(rèn)為城市化水平是農(nóng)民收入增長的Granger原因且對(duì)農(nóng)民收入增長具有長期、顯著的正向作用.第三，從勞動(dòng)力資源配置的角度研究農(nóng)民收入增長.王春超[4](2011)認(rèn)為農(nóng)戶將自家的關(guān)鍵性經(jīng)濟(jì)資源參與市場配置是提高農(nóng)民收入的重要途徑.第四，從農(nóng)業(yè)外商直接投資的角度研究農(nóng)民收入增長.陳燦煌[5](2007)得出加大吸引農(nóng)業(yè)外商直接投資的力度是促進(jìn)農(nóng)民收入增長的重要途徑.第五，從財(cái)政支出的角度研究農(nóng)民收入增長.劉耀森[6](2011)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出是促進(jìn)農(nóng)民收入增長的有利因素.第六，從農(nóng)業(yè)投資的角度研究農(nóng)民收入增長.劉耀森、左正強(qiáng)(2011)指出，農(nóng)業(yè)投資的各個(gè)組成部分在促進(jìn)農(nóng)民收入增長中的貢獻(xiàn)度和影響力有著顯著差異，并且存在著一定的作用時(shí)滯.學(xué)者們對(duì)農(nóng)民收入增長的研究大多在農(nóng)村金融、城市化、勞動(dòng)力資源配置、農(nóng)業(yè)外商直接投資、財(cái)政支出以及農(nóng)業(yè)投資等方面，而從農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的視角研究農(nóng)民收入增長的還不多.本文從這個(gè)視角來考查安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入增長的影響.

1安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易與農(nóng)民收入增長的現(xiàn)狀

1.1　安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的現(xiàn)狀

為了更好地分析安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的狀況[8]，本文將安徽省2003—2012年的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額數(shù)據(jù)以及TC指數(shù)數(shù)據(jù)列入表1，并做了安徽省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額和TC指數(shù)的折線圖.

表1　安徽省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額　/億美元

由圖1可以看出，安徽省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額逐年遞增，在2010年之前都是出口量大于進(jìn)口量，貿(mào)易處于順差狀態(tài).2011年農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口量增加到8.9億美元，出口量僅為8.53億美元，形成了貿(mào)易逆差.2012年出口額為9.52億美元，進(jìn)口額為12.55億美元，逆差變大.

圖1　安徽省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額

TC指數(shù)(農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力指數(shù))能夠反映某種農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力.TC指數(shù)介于-1和1之間.TC=1表示此地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品只出口不進(jìn)口，TC=0表示此地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口處于平均水平，TC=-1表示此地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品只進(jìn)口不出口.由圖2可以看出，安徽省農(nóng)產(chǎn)品的TC指數(shù)總體呈現(xiàn)下滑趨勢(shì)，在2011年TC指數(shù)降到-0.02，說明安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口量增速低于進(jìn)口量的增速，出現(xiàn)了出口劣勢(shì).

圖2　安徽省農(nóng)產(chǎn)品TC指數(shù)

1.2　安徽省農(nóng)民人均純收入現(xiàn)狀

運(yùn)用安徽省1996—2012年的農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)得到了圖3.

圖3　安徽省農(nóng)民人均純收入

由圖3可見，安徽省農(nóng)民人均純收入在1996—2003年增速較緩，從2004年開始農(nóng)民人均純收入增長速度較快，從2003年的人均收入2 127元增長到2004年的2 499元，到2007年已經(jīng)突破人均3 000元，達(dá)到人均3 556元，到2010年突破5 000元達(dá)到人均5 285元，到2012年突破人均7 000元大關(guān)，達(dá)到人均7 160元.然而，與周邊幾個(gè)大省相比，安徽省人均純收入依然處于較低水平.

2數(shù)據(jù)選取、變量說明和模型的建立

2.1　數(shù)據(jù)的選取和變量的說明

本文選取1996—2012年安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額E、農(nóng)民人均純收入Y、農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)P3個(gè)變量.為了消除價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響，用1996年為基期的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)對(duì)農(nóng)民人均純收入進(jìn)行平減，得到以1996年為基期的實(shí)際人均純收入值[7].同樣，為了消除匯率的變化對(duì)出口額的影響，把安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額的單位用每年的不同匯率從美元換算成人民幣.本文所用數(shù)據(jù)來源于安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒[10]和我國農(nóng)產(chǎn)品月度統(tǒng)計(jì)報(bào)告.

由于原始的時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往存在異方差，而變量的自然對(duì)數(shù)值不改變協(xié)整關(guān)系，所以為了消除各個(gè)變量的異方差，對(duì)3個(gè)變量分別取對(duì)數(shù)值，表示為：LnE、LnY和LnP.

2.2　模型的建立

由于本文考查的是安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入增長的影響，為了更加準(zhǔn)確地得到農(nóng)產(chǎn)品出口額和農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格兩個(gè)變量對(duì)農(nóng)民收入增長的影響情況，本文選擇運(yùn)用向量自回歸模型來進(jìn)行分析.建立的向量自回歸模型如下：

(1)

3實(shí)證分析

3.1　各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)如果不平穩(wěn)，會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象.為了消除偽回歸，首先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn).檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

表2　各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，原序列的ADF檢驗(yàn)值都是大于5﹪水平臨界值的，不能拒絕原序列存在單位根的原假設(shè).因而原序列都是不平穩(wěn)的.3變量的滯后一階變量的ADF檢驗(yàn)值均小于5﹪水平臨界值，拒絕原假設(shè)，所以變量LnY、LnE和LnP都是一階單整的.

3.2　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由于3個(gè)變量都是一階單整的，可能存在協(xié)整關(guān)系，下面運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額、安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)和安徽省農(nóng)民人均收入3個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并通過跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)得到協(xié)整個(gè)數(shù)和協(xié)整方程.檢驗(yàn)結(jié)果見表3.

表3　 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表3的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，安徽省農(nóng)民人均收入、安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額和安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)三變量在5﹪的顯著性水平下存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程如下：

LnY=1.172 985LnE-10.66 806LnP

(2)

(0.20 563)(1.80 070)

極大似然值為34.219 31.從協(xié)整方程可以看出，安徽省農(nóng)民人均收入與安徽省農(nóng)產(chǎn)品的出口額存在長期正相關(guān)的關(guān)系，與安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格存在長期負(fù)相關(guān)的關(guān)系.協(xié)整方程還反映了安徽省每增加一單位的農(nóng)產(chǎn)品出口，農(nóng)民人均收入就增長1.172 985個(gè)單位.因而，安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口量的增加能夠促進(jìn)該省農(nóng)民收入的增加.

3.3　誤差修正模型的建立

上述協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)說明安徽省農(nóng)民人均收入、農(nóng)產(chǎn)品出口和農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)3個(gè)變量之間存在長期的均衡關(guān)系，但要證明短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系還需要建立誤差修正模型[9].誤差修正模型既能夠彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足，又能夠反映短期偏離向長期均衡修正的機(jī)制.本文根據(jù)協(xié)整方程建立的誤差修正模型如下：

D(LnY)=0.008 993D(LnE)+0.031 190D(LnP)+0.820 651D(LnY(-1))-0.006 838ET(-1)

(0.256 371) (0.134 861) (4.713 716)(-1.359 855)

(3)

其中，ET(-1)表示誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)-0.006 838符合反向修正作用，反映了其調(diào)整短期偏離的力度，也就是說，當(dāng)短期均衡偏離長期均衡的時(shí)候，它就會(huì)以0.006 838的力度將偏離的短期均衡調(diào)整到長期均衡的水平.由方程(2)和方程(3)可知，安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口對(duì)農(nóng)民人均收入的增長在長期和短期都是正向作用，說明產(chǎn)品的出口能促進(jìn)農(nóng)民人均收入的增加；而農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均收入的影響效應(yīng)在短期內(nèi)為正，在長期為負(fù).這說明農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均收入的影響具有一定的時(shí)滯性.

3.4　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述協(xié)整檢驗(yàn)證明了3個(gè)變量之間存在長期均衡的關(guān)系，然而3個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證，下面采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行驗(yàn)證.用Eviews6軟件運(yùn)行得到的結(jié)果見表4.

表4　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表4知，農(nóng)民人均收入與農(nóng)產(chǎn)品出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，農(nóng)民人均收入與農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格之間也不存在格蘭杰因果關(guān)系.顯然，農(nóng)產(chǎn)品出口是農(nóng)民人均收入增加的一個(gè)重要原因.

3.5　脈沖響應(yīng)

在上述已經(jīng)建立的VAR模型的基礎(chǔ)上，建立脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口和農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均收入的動(dòng)態(tài)影響.圖4為所得脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，其中橫軸代表沖擊效應(yīng)的追蹤期數(shù)，縱軸代表農(nóng)民人均收入的響應(yīng)程度，實(shí)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，虛線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)值加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶.

由圖4可知，在給安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口一個(gè)正向沖擊之后，農(nóng)民人均收入開始增長，并逐漸趨于平穩(wěn)狀態(tài)，說明安徽農(nóng)產(chǎn)品出口的增加能夠促進(jìn)該省農(nóng)民人均收入平穩(wěn)增長.在同期給安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格一個(gè)正向沖擊之后，農(nóng)民人均收入開始有增長，但在第2期之后開始穩(wěn)步增長，增速要低于農(nóng)產(chǎn)品出口帶來的農(nóng)民人均收入的增長.這說明農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格的變動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均收入的作用效應(yīng)存在一定的時(shí)滯性，與上面所做的誤差修正模型的結(jié)果一致.

圖4　安徽省農(nóng)民人均收入對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口和農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格沖擊的響應(yīng)路徑

4結(jié)論與政策建議

4.1　結(jié)論

安徽省農(nóng)民人均收入與安徽省農(nóng)產(chǎn)品的出口額存在長期正相關(guān)的關(guān)系，與安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格存在長期負(fù)相關(guān)的關(guān)系.協(xié)整方程還反映了安徽省每增加一單位的農(nóng)產(chǎn)品出口，農(nóng)民人均收入就增長1.172 985個(gè)單位.這說明農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展能夠有效增加農(nóng)民人均收入.通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以得到農(nóng)民人均收入與農(nóng)產(chǎn)品出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，即農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入的增加有促進(jìn)作用，農(nóng)民收入的增加對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易也有一定的影響.通過脈沖響應(yīng)法可以得到安徽農(nóng)產(chǎn)品出口的增加能夠促進(jìn)該省農(nóng)民人均收入平穩(wěn)增長.農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格變動(dòng)帶來的農(nóng)民收入增長效應(yīng)要低于農(nóng)產(chǎn)品出口帶來的農(nóng)民人均收入的增長效應(yīng).這說明農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格的變動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均收入的作用效應(yīng)存在一定的時(shí)滯性.

4.2　政策建議

首先，應(yīng)該把增加農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易列入安徽省農(nóng)業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)，在引進(jìn)一批知名農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的同時(shí)，也要著重培育一批當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品出口龍頭企業(yè).其次，應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的監(jiān)督，完善動(dòng)植物藥殘留監(jiān)控體系和疫病防控體系，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口基地進(jìn)行科學(xué)的管理.最后，要積極開拓國外市場，拓寬安徽省農(nóng)產(chǎn)品在國際市場的銷路，在穩(wěn)定現(xiàn)有市場的同時(shí)積極開拓其它市場.

[參考文獻(xiàn)]

[1]余新平,熊皛白,熊德平.中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2010(6):77-86.

[2]張鵬,袁方.農(nóng)村金融、城市化對(duì)農(nóng)民收入增長的影響[J].經(jīng)濟(jì)問題,2009(8):35-38.

[3]宋元梁,肖衛(wèi)東.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005(9):30-39.

[4]王春超.農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、勞動(dòng)力資源配置與農(nóng)民收入增長[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2011(1):93-101.

[5]陳燦煌.農(nóng)業(yè)外商直接投資與農(nóng)民收入增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論,2007(5):47-51.

[6]劉耀森.財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入增長的實(shí)證分析[J].廣西社會(huì)科學(xué),2011(11):61-64.

[7]汪艷濤,王記志.我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入增長的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析[J].廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào),2010(6):101-105.

[8]趙滌非,陳宴真,郭鴻瓊.我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放對(duì)農(nóng)民收入增長影響的實(shí)證研究[J].東南學(xué)術(shù),2012(3):88-95.

[9]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！狤views應(yīng)用及實(shí)例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.

[10]安徽統(tǒng)計(jì)局.安徽統(tǒng)計(jì)年鑒[J].北京:中國統(tǒng)計(jì)出版社,2012.

(責(zé)任編輯穆剛)

The analysis of the impact that Anhui agricultural export trade

on farmers’ income growth

MAYunchan1，WU Qingpeng2

(1. College of International Trade Institute, Anhui Finance and Economy University, Bengbu Anhui 233030, China；

2. College of Statistics and Maths Institute, Anhui Finance and Economy University, Bengbu Anhui 233030, China)

Abstract：Farmers’ income growth is the most important issue in “three rural” issue. Anhui province, located in the middle, farmers’ income growth is still at a slower level compared with the surrounding Shandong, Jiangsu, Zhejiang and other provinces. This paper analysis farmers’ income growth from the perspective of agricultural export trade. Do empirical analysis on the impact that agricultural export trade to farmers’ income growth through the use of relevant data 1996-2012 year of Anhui province. And put forward relevant policy recommendations based on empirical results.

Key words：Anhui province; farmers income growth; agricultural; export trade; empirical analysis

[中圖分類號(hào)]F746.12

[文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A

[文章編號(hào)]1673-8004(2015)05-0143-05

[作者簡介]馬云纏(1988—)，女，安徽蚌埠人，碩士研究生，主要從事國際貿(mào)易方面的研究.

[基金項(xiàng)目]安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金項(xiàng)目(CXJJ2014024).

[收稿日期]2015-03-09